家庭教育支出是否有助于農(nóng)戶脫離相對貧困？
——基于CFPS2018數(shù)據(jù)的實證研究

楊 霞， 黃詩盈， 彭 澎

(1. 南京師范大學(xué) 教師教育學(xué)院，南京 210097; 2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院，南京 210095)

一、引言

自改革開放以來，中國不僅實現(xiàn)了可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長，而且在反貧困方面取得了史無前例的成就(World Bank，2018)[1]。截至2020年，中國現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下的農(nóng)村貧困人口全部脫貧，貧困縣全部摘帽，貧困村也全部出列。然而，上述成就并不意味著扶貧工作已經(jīng)結(jié)束，解決相對貧困問題將成為2020年后中國貧困治理的重中之重。作為一種社會包容的概念，相對貧困是指在特定的社會生產(chǎn)方式和生活方式下，個人或家庭所擁有的資源雖然可以維持基本的生存性需求，但是無法滿足當(dāng)?shù)卣J(rèn)為的其他基本生活需求，通常只能維持遠(yuǎn)低于社會平均生活水平的狀況(梅建明、秦穎，2005；邢成舉、李小云，2019；周力，2020)[2-4]。如何幫助農(nóng)戶擺脫或遠(yuǎn)離相對貧困是一個亟待研究的問題。

作為人力資本的核心因素，教育一直被學(xué)界和政界視為反貧困的重要政策手段之一。從宏觀層面而言，政府對于教育的財政投入有助于減緩貧困，改善農(nóng)戶的代際貧困問題(Tridico，2010；周波、蘇佳，2012；張俊良等，2019)[5-7]。并且，相較于貧困深度，其在緩解貧困廣度方面的作用更加突出。但是，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平后，教育扶貧需要和其他政策工具相結(jié)合才能發(fā)揮更大的效力(Jiao & Wang，2014；林迪珊等，2016)[8-9]。從微觀層面而言，家庭成員的受教育水平越高，農(nóng)戶越容易脫離貧困(蘇靜等，2019；賈瑋等，2021)[10-11]。因為受教育水平的提高有助于農(nóng)戶積累異質(zhì)性資本，拓寬就業(yè)的范圍、提高就業(yè)的質(zhì)量，從而向更高收入階層流動(李玲等，2019；趙紅霞、王文鳳，2019)[12-13]。家庭成員的受教育類型也會影響農(nóng)戶的貧困狀況。義務(wù)教育最有助于農(nóng)戶脫貧(沈華、劉梅，2019)[14]；而在高中教育中，職業(yè)高中教育的減貧效應(yīng)又要強(qiáng)于普通高中教育(李強(qiáng)誼等，2019)[15]。此外，家庭的教育支出也可以通過人力資本的積累等渠道來降低農(nóng)戶的貧困脆弱性(Woessmann，2016；斯麗娟，2019；肖攀等，2020)[16-18]。

盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)對于教育的減貧效應(yīng)已有不少研究，但學(xué)者們關(guān)注的多是絕對貧困。與絕對貧困研究相比，相對貧困更加強(qiáng)調(diào)收入的相對匱乏，其內(nèi)核并不盡然是貧困的本質(zhì)，而目前關(guān)于教育影響農(nóng)村相對貧困的研究還不多見。同時，在有關(guān)教育減貧效應(yīng)的研究中，關(guān)于家庭教育支出的文章也鮮見(肖攀等，2020)[18]。即使有，關(guān)注的也是家庭教育支出總量對貧困的影響，較少涉及家庭教育支出的結(jié)構(gòu)。事實上，家庭教育支出對于農(nóng)戶貧困狀況的影響是不確定的，因為較高的教育支出也有可能使得農(nóng)戶陷入“因教致貧”的狀態(tài)(斯麗娟，2019)[17]。因此，關(guān)于家庭教育支出會如何影響農(nóng)戶相對貧困還有待進(jìn)一步研究。

本文將利用中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，后文簡稱CFPS)2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)，實證研究家庭教育支出對農(nóng)戶相對貧困的影響?？赡艿倪呺H貢獻(xiàn)在于：第一，揭示家庭教育支出對農(nóng)戶相對貧困的影響與作用機(jī)制，拓展關(guān)于教育的福利評估范圍。之前在微觀層面有關(guān)教育扶貧，尤其是家庭教育支出方面的研究多圍繞著絕對貧困或者貧困脆弱性等展開，未充分考慮中國農(nóng)村貧困的性質(zhì)正在逐步變化的實際情況。第二，綜合考慮家庭教育支出的規(guī)模和結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶相對貧困的影響，比較了不同類型教育支出的潛在差別，在研究視角上有一定創(chuàng)新。

二、影響機(jī)制分析

首先，家庭教育支出將有助于農(nóng)戶積累人力資本和社會資本。一方面，對于受教育水平偏低的農(nóng)戶而言，人力資本不足是其長期貧困的主要原因之一(梁凡、朱玉春，2018)[19]。因為人力資本在一定程度上反映了農(nóng)戶生產(chǎn)和創(chuàng)造價值的能力，是實現(xiàn)收入增長的主要驅(qū)動因素(斯麗娟，2019)[17]。家庭教育支出的提高將使得農(nóng)戶的部分家庭成員，尤其是正在上學(xué)的子女掌握更加豐富的知識和技能，從而積累人力資本。另一方面，資本之間不是完全獨立的，家庭教育支出對人力資本的積累作用也會對其他資本形成傳導(dǎo)作用(斯麗娟，2019)[17]。一旦家庭成員進(jìn)入勞動力市場后，農(nóng)戶將有可能獲得更多來自他人的支持和幫助，通過豐富自己的社會網(wǎng)絡(luò)來積累社會資本。

其次，人力資本和社會資本的積累將有助于農(nóng)戶實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移或者擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模，從而脫離相對貧困。就非農(nóng)就業(yè)而言，農(nóng)戶可以將通過家庭教育支出所獲得的人力資本和社會資本作為原始的要素積累，提高信息可得性和識別非農(nóng)就業(yè)機(jī)會的能力，獲取非農(nóng)就業(yè)所必需的資源，從而實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移(都陽，1999)[20]。由于非農(nóng)就業(yè)比傳統(tǒng)的“小農(nóng)”經(jīng)營的回報率更高(欒江等，2014)[21]，它將有助于農(nóng)戶提高收入增長率，并最終脫離相對貧困(周力、邵俊杰，2020)[22]。就農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營而言，家庭教育支出將有助于農(nóng)戶獲取生產(chǎn)要素和提高規(guī)模經(jīng)營水平。一方面，社會資本的積累使得農(nóng)戶更有可能成功轉(zhuǎn)入土地并雇傭到高質(zhì)量的勞動力，因為獲取這些生產(chǎn)要素都離不開“關(guān)系”的維系(陳浩、王佳，2016)[23]。另一方面，人力資本的積累使得農(nóng)戶可以更好地掌握規(guī)?；胺N地”的技能，特別是在新要素和新品種的使用方面。因此，家庭教育支出的提高也將有助于農(nóng)戶擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模，從而脫離相對貧困。據(jù)此，本文提出假說：

H1：家庭教育支出有助于農(nóng)戶脫離相對貧困。

H1a：家庭教育支出通過實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移來促進(jìn)農(nóng)戶脫離相對貧困。

H1b：家庭教育支出通過擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模來促進(jìn)農(nóng)戶脫離相對貧困。

如果家庭教育支出真的有助于農(nóng)戶脫離相對貧困，那么是學(xué)校教育支出還是校外教育支出在發(fā)揮作用呢？本文認(rèn)為兩者應(yīng)當(dāng)都有明顯的效果，但后者的作用可能略大一些。因為相比城市地區(qū)，我國農(nóng)村地區(qū)的校外教育市場化程度較低、市場規(guī)模也較小。在這種情況下，適當(dāng)?shù)男Ｍ饨逃兄谧优图议L獲得更加有針對性的指導(dǎo)，提高自身的社會資本和人力資本，從而通過促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)和農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營來脫離相對貧困。相較之下，學(xué)校教育屬于基礎(chǔ)性教育，因此盡管其也能明顯緩解農(nóng)戶的相對貧困，但作用可能略小一些。據(jù)此，本文提出假說：

H2：學(xué)校教育支出和校外教育支出都有助于農(nóng)戶脫離相對貧困，且后者的作用略大。

三、數(shù)據(jù)來源與實證研究策略

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)中心開展的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)。它對中國內(nèi)地除青海、寧夏、內(nèi)蒙古、西藏、海南、新疆外的25個省(自治區(qū)、直轄市)的眾多家庭進(jìn)行了多期跟蹤調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容包括了這些家庭的收入與支出、生活條件，每位成年家庭成員的教育、健康、工作，以及每位少兒家庭成員的日常生活、教育培訓(xùn)等情況。調(diào)查時間始于2010年，之后每2年進(jìn)行一次跟蹤，目前已經(jīng)對外公布了2010、2012、2014、2016、2018年共5期的完整調(diào)查數(shù)據(jù)。

本文使用的是2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)。結(jié)合本文的研究目標(biāo)，首先剔除了居住地為城市的樣本；然后在居住地為農(nóng)村的樣本中，剔除沒有子女上學(xué)的樣本以及重要信息有缺失的樣本，最終共得到有子女上學(xué)且信息完整的農(nóng)戶樣本2664戶。

(二)變量設(shè)置

1.被解釋變量

目前學(xué)者們識別相對貧困的常見方法有三種。一是按照居民收入的中位數(shù)或者平均值的一定比例來設(shè)定相對貧困的門檻標(biāo)準(zhǔn)(陳宗勝等，2013；孫久文、夏添，2019)[24-25]。多數(shù)國家在現(xiàn)實中也是這樣操作的。二是構(gòu)建多維相對貧困標(biāo)準(zhǔn)，因為只用收入來識別相對貧困可能無法完全反映“困”的內(nèi)涵(王小林、馮鶴霞，2020；賈瑋等，2021)[26，11]。三是設(shè)定弱相對貧困線。該方法考慮了居民的社會融入成本(1)社會融入成本是指能夠確保家庭有尊嚴(yán)地參與通常的社會經(jīng)濟(jì)活動所需要的商品支出(Bourguignon & Atkinson，2000)[27]。，由Ravallion和Chen提出(2011、2019)[28-29]。和第一種方法相比，它同時對收入增長背后個體社會資源的差異進(jìn)行了度量，充分體現(xiàn)了“相對”二字的內(nèi)涵。和第二種方法相比，它在避免了單一收入維度缺陷的同時，也盡可能簡化了計算的復(fù)雜程度(胡聯(lián)等，2021)[30]。本文也將采用該方法來識別相對貧困。

根據(jù)Ravallion和Chen(2011)[28]的研究，假定I=(I1，I2，…，In)是按照收入由低到高排序的序列，則弱相對貧困線可以表示為：

(1)

綜上所述，本文的弱相對貧困線公式為ZCWRPL=max(2995，508+50%×Imediam)，單位為元/年。由于樣本農(nóng)戶2018年的人均純收入中位數(shù)為10000元，本文實際使用的弱相對貧困標(biāo)準(zhǔn)為5508元。若某戶2018年的人均純收入小于等于5508元，則認(rèn)定其為相對貧困。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為家庭教育支出。借鑒肖攀等(2020)[18]，同時通過規(guī)模和結(jié)構(gòu)來反映：一是接受學(xué)校教育付出的費用，包括學(xué)雜費、書本費、文具費、食宿費、交通費等；二是接受校外教育付出的費用，包括補(bǔ)習(xí)班費、家教費、課外活動費等。

本文分別以兩類費用的金額來反映家庭教育支出的結(jié)構(gòu)，對應(yīng)的變量為學(xué)校教育支出(Schoolfee)和校外教育支出(Outfee)；兩類費用之和表示家庭的教育支出規(guī)模，對應(yīng)的變量為家庭教育支出(Educationfee)。另外，為避免估計系數(shù)過小，取值均為對數(shù)。

3.中介機(jī)制變量

為了分析家庭教育支出影響農(nóng)戶相對貧困的機(jī)制，本文引入了兩個中介變量：非農(nóng)就業(yè)(Nonagr)和農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模(Landrent)。其中，前者用農(nóng)戶是否有家庭成員從事非農(nóng)工作來表示，為虛擬變量。非農(nóng)工作包含私營企業(yè)、個體工商戶、其他自雇和非農(nóng)受雇等。對于后者，本文用農(nóng)戶當(dāng)年為轉(zhuǎn)入土地所支付的總租金(元)來表示，該變量也將經(jīng)過對數(shù)化處理。以其來表示農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模是因為中國農(nóng)村仍然是以小農(nóng)戶為主，土地非常細(xì)碎化(3)根據(jù)對國家統(tǒng)計局的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行測算，2018年中國的戶均耕地面積僅為0.3公頃/戶。，所以農(nóng)戶主動轉(zhuǎn)入土地意味著其擴(kuò)大了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的規(guī)模(楊子等，2019)[34]。并且，為轉(zhuǎn)入土地支付的總租金越多，農(nóng)戶的經(jīng)營規(guī)?？赡芤簿驮酱?。由于擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模只適用于有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶，后文在對該機(jī)制進(jìn)行檢驗時將不再使用全部樣本，而是只使用其中有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的1901戶樣本。

4.工具變量

本文還為核心解釋變量家庭教育支出(Educationfee)引入工具變量“本村除自己外其他農(nóng)戶的平均家庭教育支出”。對于變量學(xué)校教育支出(Schoolfee)和校外教育支出(Outfee)，也分別采用同樣的方法引入工具變量，且均取對數(shù)值。

這樣選擇工具變量的原因有二。第一，本村除自己外其他農(nóng)戶的家庭教育支出情況應(yīng)當(dāng)會影響自家的教育投入，弱工具變量檢驗的F值都大于10(見表8)。第二，當(dāng)控制住可能會影響被解釋變量的主要因素后，該變量和殘差項的關(guān)系較小，應(yīng)當(dāng)滿足外生性要求。

本文還依次放入戶主特征、家庭人口結(jié)構(gòu)特征、家庭資產(chǎn)負(fù)債特征和地區(qū)特征變量作為控制變量。因為CFPS問卷沒有專門確認(rèn)戶主身份，所以本文借鑒董曉林等(2019)[35]的研究，以問卷中的“財務(wù)回答人”來識別戶主。所有變量的名稱和度量方法等如表1所示。

表1 變量說明

(三)計量經(jīng)濟(jì)模型

1.主回歸模型

為了研究家庭教育支出的規(guī)模和結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶相對貧困的影響，本文構(gòu)建如(2)和(3)所示的probit模型：

Prob(Repoverty=1)=Φ(α0+α1Educationfee+α2Z+α3Region*+ε)

(2)

Prob(Repoverty=1)=Φ(β0+β1Schoolfee+β2Outfee+β3Z+β4Region*+η)

(3)

其中，Z為控制變量，ε和η分別為干擾項。其余變量的含義如表1所示。

2.中介效應(yīng)模型

本文還將通過中介效應(yīng)回歸，識別農(nóng)戶的家庭教育支出影響其相對貧困狀況的機(jī)制。以非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)制為例，除已有的模型(2)外，其余模型如下所示：

Prob(Nonagr=1)=Φ(γ0+γ1Educationfee+γ2Z+γ3Region*+μ)

(4)

Prob(Repoverty=1)=Φ(λ0+λ1Educationfee+λ2Nonagr+λ3Z+λ4Region*+φ)

(5)

其中，μ和φ分別為干擾項。如若系數(shù)α1、γ1、λ2均顯著，且系數(shù)λ1比α1小或顯著程度更低，那么非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)制就應(yīng)當(dāng)存在。

四、實證結(jié)果報告與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2展示了不同相對貧困狀態(tài)下農(nóng)戶的家庭教育支出規(guī)模、結(jié)構(gòu)及其他特征差異。相對貧困農(nóng)戶約占樣本的四分之一，這部分農(nóng)戶的家庭教育支出、學(xué)校教育支出和校外教育支出都明顯小于非相對貧困農(nóng)戶。同時，與相對貧困農(nóng)戶相比，非相對貧困農(nóng)戶更有可能進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)或擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模，他們在對應(yīng)變量上的均值都要更高。這初步反映出，家庭教育支出的規(guī)模和結(jié)構(gòu)會影響農(nóng)戶的相對貧困狀態(tài)，并且是通過非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移和農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模來影響的。

表2 不同相對貧困狀態(tài)下農(nóng)戶的特征差異比較

(二)主回歸結(jié)果

表3展示了家庭教育支出影響農(nóng)戶相對貧困的probit模型的估計結(jié)果。第(1)列反映家庭教育支出規(guī)模的影響，第(2)列反映家庭教育支出結(jié)構(gòu)的影響。在(1)列中，家庭教育支出在1%的水平上負(fù)向顯著。經(jīng)對數(shù)處理過的家庭教育支出每增加1個單位，農(nóng)戶陷入相對貧困的概率會降低0.7%，說明家庭教育支出有助于農(nóng)戶脫離相對貧困。在(2)列中，學(xué)校教育支出和校外教育支出分別在10%和5%的水平上負(fù)向顯著，且后者的估計系數(shù)和邊際效應(yīng)的絕對值都略大于前者。校內(nèi)外教育支出都有助于避免農(nóng)戶陷入相對貧困，且適當(dāng)?shù)男Ｍ饨逃С龅淖饔酶蟆?/p>

表3 家庭教育支出影響農(nóng)戶相對貧困的主回歸估計結(jié)果

戶主年齡和撫養(yǎng)比在1%的水平上正向顯著，戶主受教育年限和人均住房面積在1%的水平上負(fù)向顯著。戶主年齡較高的家庭，尤其是老年人家庭，往往生產(chǎn)經(jīng)營的規(guī)模較小，更難成為當(dāng)?shù)氐母呤杖朕r(nóng)戶。撫養(yǎng)比越高，農(nóng)戶的撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)越重，也就越容易陷入相對貧困中。受教育水平高的農(nóng)戶更有可能利用所掌握的知識進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)或者農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營，從而脫離相對貧困。人均住房面積較高的農(nóng)戶家庭通常更富裕，更不容易陷入相對貧困中。

戶主健康狀況、家庭規(guī)模、正規(guī)信貸和非正規(guī)借貸也分別在不同的水平上通過了顯著性檢驗。戶主通常是家庭的財務(wù)決策人和主要勞動力，如果其健康狀況不好，那么農(nóng)戶自身抵御風(fēng)險的能力會較弱，也更容易陷入相對貧困。能獲得正規(guī)信貸的農(nóng)戶一般有充足的抵押擔(dān)保，因此屬于相對貧困群體的概率較低。相較之下，頻繁向親戚朋友借款的農(nóng)戶原本自身抵御風(fēng)險的能力就較弱，如果其家庭成員數(shù)量多、撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)重，那么就更容易陷入相對貧困中。

(三)影響機(jī)制回歸結(jié)果

表4和5為家庭教育支出影響農(nóng)戶相對貧困的機(jī)制檢驗結(jié)果。其中，表4為非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)制的中介效應(yīng)，表5為擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模機(jī)制的中介效應(yīng)。

表4 非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)制的檢驗結(jié)果

表5 擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模機(jī)制的檢驗結(jié)果

無論是何種機(jī)制，家庭教育支出都對其有顯著的正向影響。同時，主回歸在放入中介變量后，核心變量家庭教育支出的系數(shù)變小，中介變量的系數(shù)也顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

借鑒邢成舉和李小云(2019)[3]、孫久文和夏添(2019)[25]的研究，本文還將以樣本農(nóng)戶人均純收入中位數(shù)的50%作為相對貧困線，完成穩(wěn)健性檢驗。

其中，在計算家庭規(guī)模時，有兩種算法。第一種是借鑒歐盟的經(jīng)驗，計算“等效家庭規(guī)?！?。對第一個14歲及以上的成員賦予權(quán)重1.0，對之后的14歲及以上的成員依次賦予權(quán)重0.5，對14歲以下的成員依次賦予權(quán)重0.3；然后將所有的權(quán)重相加得到“等效家庭規(guī)?！?；再用這一戶的純收入除之計算出人均純收入。該方法可以充分反映家庭規(guī)模和結(jié)構(gòu)的差異(周力、邵俊杰，2020)[22]。第二種是不加權(quán)直接用家庭成員總數(shù)來表示家庭規(guī)模并計算人均純收入。在按照上述兩種方式調(diào)整過相對貧困線后，穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果如表6所示。在(1)列中，無論相對貧困線如何設(shè)定，家庭教育支出都在1%的水平上負(fù)向顯著。家庭教育支出的規(guī)模越大，越有利于農(nóng)戶脫離相對貧困。在(2)列中，盡管學(xué)校教育支出和校外教育支出都負(fù)向顯著，但校外教育支出的邊際效應(yīng)絕對值更大且顯著性更強(qiáng)。這進(jìn)一步說明：與學(xué)校教育支出相比，適當(dāng)?shù)男Ｍ饨逃С鲈诖龠M(jìn)農(nóng)戶脫離相對貧困方面的作用略強(qiáng)。

表6 調(diào)整相對貧困線的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果(邊際效應(yīng))

(五)異質(zhì)性分析結(jié)果

由于戶主通常是家庭重大事項的主要決策者，其受教育水平可能會直接影響家庭對教育的投入。本文按照戶主受教育水平的高低來進(jìn)行異質(zhì)性分析。以全部2664戶的戶主受教育水平的中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，將農(nóng)戶分為兩類，分別對其進(jìn)行回歸。結(jié)果見表7。如(1)列所示，對于戶主受教育水平較低的農(nóng)戶，家庭教育支出更加有助于其脫離相對貧困，這從變量的邊際效應(yīng)絕對值和顯著性可以看出。可能的原因是學(xué)校教育支出對其相對貧困狀況影響較大。如(2)列所示，學(xué)校教育支出更有助于戶主受教育水平較低的農(nóng)戶脫離相對貧困。因為這類戶主很可能沒受過完整的學(xué)校教育，所以具有普適性的學(xué)校教育依然對其相對貧困狀況有明顯的影響。相反，受教育水平較高的戶主往往已經(jīng)受過相對完整的學(xué)校教育，因此適當(dāng)?shù)男Ｍ饨逃軐ζ湎鄬ω毨顩r產(chǎn)生影響。

表7 基于戶主受教育水平的異質(zhì)性分析結(jié)果(邊際效應(yīng))

(六)內(nèi)生性討論結(jié)果

一方面，相對貧困農(nóng)戶可能更難以負(fù)擔(dān)較高的家庭教育支出，被解釋變量與核心解釋變量間存在反向因果關(guān)系；另一方面，遺漏解釋變量的問題也存在，因此本文的計量經(jīng)濟(jì)模型還需要對內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。表8匯報了處理過內(nèi)生性后的主回歸結(jié)果。

表8 處理過內(nèi)生性后的家庭教育支出影響 農(nóng)戶相對貧困的估計結(jié)果

無論是就規(guī)模還是結(jié)構(gòu)而言，在處理過內(nèi)生性問題后，家庭教育支出依然對農(nóng)戶的相對貧困狀況有顯著的負(fù)向影響。學(xué)校教育支出和校外教育支出越多，農(nóng)戶越能脫離相對貧困。

五、結(jié)論與啟示

本文利用CFPS2018調(diào)查數(shù)據(jù)，同時從規(guī)模和結(jié)構(gòu)的角度出發(fā)，實證研究了家庭教育支出對農(nóng)戶相對貧困的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，家庭教育支出有助于農(nóng)戶脫離相對貧困。第二，可能的原因是它能夠促進(jìn)農(nóng)戶進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移或者擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模，從而提高收入的增長率。第三，學(xué)校教育支出和校外教育支出都對農(nóng)戶的相對貧困狀況有明顯的緩解作用。但是，后者的影響略大，因為適當(dāng)且多樣化的教育更有可能幫助農(nóng)戶積累社會資本和人力資本。第四，家庭教育支出對農(nóng)戶相對貧困的影響在受教育水平不同的戶主身上表現(xiàn)出異質(zhì)性。對于戶主受教育水平較低的農(nóng)戶而言，家庭教育支出更有助于其脫離相對貧困，因為學(xué)校教育支出可以發(fā)揮作用。

本文有如下啟示：第一，重視相對貧困治理。在后脫貧攻堅時代，相對貧困是中國貧困治理的重點任務(wù)。在今后很長一段時間內(nèi)，各級政府部門都應(yīng)當(dāng)將緩解相對貧困作為重點工作來開展。第二，充分認(rèn)識教育在貧困治理中的重要意義。各級政府應(yīng)當(dāng)增強(qiáng)農(nóng)戶的受教育意識，提高農(nóng)戶接受不同層次教育的主觀能動性，做到“扶智”與“扶志”雙管齊下。第三，加大對農(nóng)村地區(qū)，尤其是邊遠(yuǎn)民族地區(qū)基礎(chǔ)教育的投入。這些地區(qū)的農(nóng)戶受教育水平較低，良好的基礎(chǔ)教育更有可能幫助其脫離相對貧困。第四，構(gòu)建更加符合社會需要的多元化教育資源體系，促進(jìn)校內(nèi)外教育內(nèi)涵式發(fā)展。農(nóng)村地區(qū)已有的校外活動機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)在符合國家政策要求的前提下，跳出原有的學(xué)科輔導(dǎo)模式，重點幫助學(xué)生建立完善的知識體系，同時推動學(xué)生思維能力的不斷升華，形成與學(xué)校教育互補(bǔ)的育人共同體，從而為助推農(nóng)戶脫離相對貧困創(chuàng)造更好的環(huán)境。